Univerzita Pardubice Fakulta chemicko-technologická Katedra analytické chemie

Transkript

1 Univerzita Pardubice Fakulta chemicko-technologická Katedra analytické chemie Semestrální práce Licenční studium Galileo Předmět Nelineární regrese Jiří Danihlík Olomouc, 2016

2 Obsah... 1 Hledání vhodného modelu pro růst bakterie Escherichia coli Schnuteho model Kritika dat a modelu Gompertzův model Kritika dat a modelu Logistický model Kritika dat a modelu Porovnání statistického hodnocení tří modelů a výběr vhodného modelu Porovnání výsledku s programem Origin Závěr Hledání vhodného modelu pro růst bakterie Paenibacillus larvae Schnuteho model Kritika dat a modelu Gompertzův model Logistický model Kritika dat a modelu Porovnání statistického hodnocení tří modelů a výběr vhodného modelu Porovnání výsledku s programem Origin Závěr Využití předdefinovaných modelů růstových křivek v programu Origin Závěr

3 1 Hledání vhodného modelu pro růst bakterie Escherichia coli Pro stanovení růstové křivky byla měřena optická densita kultury bakterie E. coli při 600 nm. Data byla sbírána v čase na mikrodestičkovém readru v objemu 100 µl. Cílem analýzy je najít vhodný matematický model růstu této bakterie. Modely byly testovány softwary Origin 9 a QC Expert 2.9, matematické vyjádření modelů bylo získáno z programu ADSTAT nebo z literatury (Zweiterring et al., 1990). V obou programech byla nastavena stejná metoda výpočtu Marquardt. Tab. č. 1: Hodnoty optické density média při kultivaci bakterie E. coli. Čas OD600 (hh:mm) 0:00:00 0,019 0:15:00 0,024 0:30:00 0,031 0:45:00 0,045 1:00:00 0,062 1:15:00 0,086 1:30:00 0,116 1:45:00 0,159 2:00:00 0,200 2:15:00 0,248 2:30:00 0,299 2:45:00 0,360 3:00:00 0,420 3:15:00 0, Schnuteho model Schnuteho model má tento tvar y=p1*(1+p4*exp(-p3*(x-p2)))^(-1/p4) (zdroj rovnice ADSTAT). Zvolené hodnoty počátečního odhadu: P1 =0,8; P2= 0,1; P3 = 20; P4 = 0,5 3

4 1.1.1 Kritika dat a modelu Obr. č. 1: Diagnostické grafy modelu; A regresní graf; B graf vlivných bodů; C graf Jacknife reziduí; D graf predikovaných reziduí; E graf Atkinsonovy vzdálenosti; F graf reziduí. Dle grafu se jeví, že body jsou dobře proloženy regresní křivkou, jeden bod je diagnostikován jako vlivný, graf reziduí správně vytváří obláček bodů, graf Atkinsonovy vzdálenosti ukazuje několik vlivných bodů, které však nebudou z modelu odstraněny. 4

5 Tab. č. 2: Kritika modelu Cook-Weisbergův test heteroskedasticity Hodnota kritéria CW : 0, Pravděpodobnost : 0, Rezidua vykazují homoskedasticitu. Jarque-Berrův test normality Hodnota kritéria JB : 0, Kvantil Chi^2(1-alfa,2) : 5, Pravděpodobnost : 0, Rezidua mají normální rozdělení. Waldův test autokorelace Hodnota kritéria WA : 0, Pravděpodobnost : 0, Autokorelace je nevýznamná Znaménkový test reziduí Hodnota kritéria Sg : 0, Kvantil N(1-alfa/2) : 1, Pravděpodobnost : 0, V reziduích není trend. Model splňuje podmínku homoskedasticity a normality rozdělení reziduí, není v nich trend a nejsou autokorelována, což naznačuje vhodnost použitého modelu. Tab. č. 3: Odhady parametrů modelu Odhady parametrů Parametr Směr. Dolní mez Horní mez odchylka P1 0,8279 0, , , P2 0,1173 0, , , P3 23,237 3, , , P4 0,569 0, , , Směrodatná odchylka parametru 4 (P4) je vysoká, stále však splňuje Sillenovo pravidlo, že parametr musí být větší než 3 jeho směrodatné odchylky. 1.2 Gompertzův model Matematicky je Gompertzův model vyjádřen takto: y=p1*exp(-exp(-p2*(x-p3))) Zvolení počáteční odhady parametrů: P1=1,5; P2=10; P3=0,1 5

6 1.2.1 Kritika dat a modelu Obr. č. 2: Diagnostické grafy modelu; A regresní graf; B graf vlivných bodů; C graf Jacknife reziduí; D graf predikovaných reziduí; E graf Atkinsonovy vzdálenosti; F graf reziduí. Dle regresní křivky se body jeví jako dobře proložené, v grafech reziduí i Jacknife rezidují je však patrný trend, který indikuje nevhodnost modelu. Je indikován jeden vlivný bod, který však nebude odstraněn. 6

7 Tab. č. 4: Kritika modelu Cook-Weisbergův test heteroskedasticity Hodnota kritéria CW : 0, Pravděpodobnost : 0, Rezidua vykazují homoskedasticitu. Jarque-Berrův test normality Hodnota kritéria JB : 1, Kvantil Chi^2(1-alfa,2) : 5, Pravděpodobnost : 0, Rezidua mají normální rozdělení. Waldův test autokorelace Hodnota kritéria WA : 0, Pravděpodobnost : 0, Autokorelace je nevýznamná Znaménkový test reziduí Hodnota kritéria Sg : 0, Kvantil N(1-alfa/2) : 1, Pravděpodobnost : 0, V reziduích není trend. Ačkoliv diagnostické grafy ukazují trend v reziduích, tak model splňuje podmínku homoskedasticity a normality rozdělení reziduí, není v nich trend a nejsou autokorelována, což naznačuje vhodnost použitého modelu. Tab. č. 5: Odhady parametrů modelu Odhady parametrů Parametr Směr. Dolní mez Horní mez odchylka P1 1,5858 0, , , P2 10,4763 0, , , P3 0,1528 0, , , Logistický model Matematické vyjádření logistického modelu bylo získáno z literatury (Zweiterring et al., 1990). Model má tento tvar: y=p1/(1+exp(p2-p3*x)) Počáteční hodnoty parametrů: P1=0; P2=3; P3=30 7

8 1.3.1 Kritika dat a modelu Obr. č. 3: Diagnostické grafy modelu; A regresní graf; B graf vlivných bodů; C graf Jacknife reziduí; D graf predikovaných reziduí; E graf Atkinsonovy vzdálenosti; F graf reziduí. Dle regresního grafu se zdá, že model vyhovuje, avšak dle grafu reziduí je evientní, že body neoscilují kolem nulového bodu, je v nich patrný trend, proto tento model pravděpodobně nebude vhodný. 8

9 Tab. č. 6: Kritika modelu Cook-Weisbergův test heteroskedasticity Hodnota kritéria CW : 2,08541E-05 Pravděpodobnost : 0, Rezidua vykazují homoskedasticitu. Jarque-Berrův test normality Hodnota kritéria JB : 0, Kvantil Chi^2(1-alfa,2) : 5, Pravděpodobnost : 0, Rezidua mají normální rozdělení. Waldův test autokorelace Hodnota kritéria WA : 2, Pravděpodobnost : 0, Autokorelace je nevýznamná Znaménkový test reziduí Hodnota kritéria Sg : 1, Kvantil N(1-alfa/2) : 1, Pravděpodobnost : 0, V reziduích není trend. Ačkoliv diagnostické grafy ukazují trend v reziduích, tak model splňuje podmínku homoskedasticity a normality rozdělení reziduí, není v nich trend a nejsou autokorelována, což naznačuje vhodnost použitého modelu. Tab. č. 7: Odhady parametrů modelu Odhady parametrů Parametr Směr. Dolní mez Horní mez odchylka P1 0,6839 0, , , P2 3,6314 0, , , P3 32,7117 0, , ,

10 1.4 Porovnání statistického hodnocení tří modelů a výběr vhodného modelu Tab. č. 8: Statistické charakteristiky regrese testovaných modelů pro růst bakterie E. coli. E. coli Schnuteho model Gompertzův model Logistický model Vícenásobný korel. koef. R : 0, , , Koeficient determinace R^2 : 0, , , Predikovaný korel. koef. Rp : 0, , , Stř. kvadratická chyba predikce MEP : Akaikeho informační kritérium : 1,18593E-05 3,15378E-05 1,35966E , , , Reziduální součet čtverců : 7,17387E-05 0, , Průměr absolutních reziduí : 0, , , Reziduální směr. odchylka : 0, , , Reziduální rozptyl : 7,17387E-06 1,63479E-05 1,0112E-05 Šikmost reziduí : 0, , , Špičatost reziduí : 2, , , Porovnání výsledku s programem Origin 9 Tab. č. 9: Porovnání odhadů parametrů a RSC Originu 9 s QC Expertem Origin 9 QC Expert 2.9 Odhady parametrů Směrodatná odchylka parametru Odhady parametrů Směrodatná odchylka parametru P1 0, , ,8279 0, P2 0, , ,1173 0, P3 23, , ,237 3, P4 0, , ,569 0, RSC 7,14E-05 7,17E-05 10

11 Regular Residual Mean"E. coli" E. coli 0,4 0,2 0,0 0,00 0,05 0,10 Cas (hod) model. Obr. č. 4: Regresní přímka spočítaná programem Origin 9 pro Schnuteho 0,005 0,000-0,005 0,00 0,05 0,10 0,15 Independent Variable Obr. č. 5: Graf reziduí z programu Origin 9 pro Schnuteho model. 1.5 Závěr Dle diagnostických grafů se proložení regresní přímky experimentálními body jeví jako vhodné, avšak z grafů reziduí a Jacknife rezidují je patrné, že v případě Gompertzova modelu a logistického modelu je v reziduích nápadný trend, což svědčí o nevhodnosti modelu. Na základě statistického hodnocení regrese byl dle MEP, AIC, směrodatné odchylky reziduí atd. zvolen jako nejlepší model Schnuteho. Vyčíslený model má tento tvar: y=0,8279 (0,0191) *(1+0,569 (0,173) *exp(-23,237 (3,875) *(x- 0,1173 (0,0047) )))^(-1/(0,569 (0,173) ). 11

12 2 Hledání vhodného modelu pro růst bakterie Paenibacillus larvae Pro stanovení růstové křivky byla měřena optická densita kultury bakterie P. larvae při 600 nm. Data byla sbírána v čase na mikrodestičkovém readru v objemu 100 µl. Cílem analýzy je najít vhodný matematický model růstu této bakterie. Modely byly testovány softwary Origin 9 a QC Expert 2.9, matematické vyjádření modelů bylo získáno z programu ADSTAT nebo z literatury (Zweiterring et al., 1990). Tab. č. 10: Experimentální hodnoty optické density růstu kultury P. larvae Čas OD600 (hh:mm) 0 0,023 0, ,025 0, ,025 0, ,026 0, ,029 0, ,031 0,0625 0,036 0, ,037 0, ,042 0, ,048 0, ,052 0, ,057 0,125 0,064 0, ,072 0, ,080 0, ,088 0, ,099 0, ,106 0,1875 0,116 0, ,128 0, ,140 0, ,150 0, ,165 0, ,179 0,25 0,190 0, ,205 0, ,217 0, ,227 0, ,236 12

13 2.1 Schnuteho model Schnuteho model má tento tvar y=p1*(1+p4*exp(-p3*(x-p2)))^(-1/p4) (zdroj rovnice ADSTAT). Zvolené hodnoty počátečního odhadu: P1 =0,2; P2= 0,2; P3 = 28; P4 = Kritika dat a modelu Obr. č. 6: Diagnostické grafy modelu; A regresní graf; B graf vlivných bodů; C graf Jacknife reziduí; D graf predikovaných reziduí; E graf Atkinsonovy vzdálenosti; F graf reziduí. Experimentální body jsou dle grafu dobře proloženy regresní křivkou, grafy rezidují neindikují trendy, byl diagnostikován jeden vlivný bod, který však nebude z modelu odstraněn, protože nejde o outlier. 13

14 Tab. č. 11: Hodnocení modelu Cook-Weisbergův test heteroskedasticity Hodnota kritéria CW : 1, Pravděpodobnost : 0, Rezidua vykazují homoskedasticitu. Jarque-Berrův test normality Hodnota kritéria JB : 1, Kvantil Chi^2(1-alfa,2) : 5, Pravděpodobnost : 0, Rezidua mají normální rozdělení. Waldův test autokorelace Hodnota kritéria WA : 3, Pravděpodobnost : 0, Autokorelace je nevýznamná Znaménkový test reziduí Hodnota kritéria Sg : 0, Kvantil N(1-alfa/2) : 1, Pravděpodobnost : 0, V reziduích není trend. Model splňuje podmínku homoskedasticity a normality rozdělení reziduí, není v nich trend a nejsou autokorelována, což značí vhodnost použitého modelu. Tab. č. 12: Odhady parametrů modelu Odhady parametrů Parametr Směr. Dolní mez Horní mez odchylka P1 0,2778 0, , , P2 0,2371 0, , , P3 29,1085 3, , , P4 3,0148 0, , , Směrodatné odhady parametrů splňují Sillenovo pravidlo. 2.2 Gompertzův model Matematicky je Gompertzův model vyjádřen takto: y=p1*exp(-exp(-p2*(x-p3))) Zvolení počáteční odhady parametrů: P1=0; P2=0; P3=0. 14

15 Obr. č. 7: Diagnostické grafy modelu; A regresní graf; B graf vlivných bodů; C graf Jacknife reziduí; D graf predikovaných reziduí; E graf Atkinsonovy vzdálenosti; F graf reziduí. Dle regresní křivky je patrné, že body nejsou dobře proložené, v reziduích se vyskytuje trend, takže nejde o vhodný model. 15

16 Tab. č. 13: Hodncení modelu: Cook-Weisbergův test heteroskedasticity Hodnota kritéria CW : 0, Pravděpodobnost : 0, Rezidua vykazují homoskedasticitu. Jarque-Berrův test normality Hodnota kritéria JB : 0, Kvantil Chi^2(1-alfa,2) : 5, Pravděpodobnost : 0, Rezidua mají normální rozdělení. Waldův test autokorelace Hodnota kritéria WA : 14, Pravděpodobnost : 0, Autokorelace je významná Znaménkový test reziduí Hodnota kritéria Sg : 3, Kvantil N(1-alfa/2) : 1, Pravděpodobnost : 0, V reziduích je trend! Model splňuje podmínku homoskedasticity a normality rozdělení reziduí, je v nich trend a jsou autokorelována, model je tedy nevhodný. Tab. č. 14: Odhady parametrů modelu Odhady parametrů Parametr Směr. Dolní mez Horní mez odchylka P1 2, , , , P2 2, , , , P3 0, , , , Logistický model Matematické vyjádření logistického modelu bylo získáno z literatury (Zweiterring et al., 1990). Model má tento tvar: y=p1/(1+exp(p2-p3*x)) Počáteční hodnoty parametrů: P1=0; P2=1; P3=10 16

17 2.3.1 Kritika dat a modelu Obr. č. 8: Diagnostické grafy modelu; A regresní graf; B graf vlivných bodů; C graf Jacknife reziduí; D graf predikovaných reziduí; E graf Atkinsonovy vzdálenosti; F graf reziduí. Dle regresní křivky je patrné, že body nejsou dobře proložené, v reziduích se vyskytuje trend, takže nejde o vhodný model. 17

18 Tab. č. 15: Kritika modelu Cook-Weisbergův test heteroskedasticity Hodnota kritéria CW : 0, Pravděpodobnost : 0, Rezidua vykazují homoskedasticitu. Jarque-Berrův test normality Hodnota kritéria JB : 1, Kvantil Chi^2(1-alfa,2) : 5, Pravděpodobnost : 0, Rezidua mají normální rozdělení. Waldův test autokorelace Hodnota kritéria WA : 8, Pravděpodobnost : 0, Autokorelace je významná Znaménkový test reziduí Hodnota kritéria Sg : 1, Kvantil N(1-alfa/2) : 1, Pravděpodobnost : 0, V reziduích není trend. Model splňuje podmínku homoskedasticity a normality rozdělení reziduí, model je však autokorelován, v reziduích dle znaménkového testu není trend. Tab. č. 16: Odhady parametrů modelu Odhady parametrů Parametr Směr. Dolní mez Horní mez odchylka P1 0, , , , P2 3, , , , P3 11, , , ,

19 2.4 Porovnání statistického hodnocení tří modelů a výběr vhodného modelu Tab. č. 17: Statistické charakteristiky regrese testovaných modelů pro růst bakterie P. larvae. P. larvae Schnuteho model Gompertzův model Logistický model Vícenásobný korel. koef. R : 0, , , Koeficient determinace R^2 : 0, , , Predikovaný korel. koef. Rp : 0, , , Stř. kvadratická chyba predikce MEP 2,55307E-06 1,66798E-05 7,53627E-06 : Akaikeho informační kritérium : -373, , , Reziduální součet čtverců : 5,54547E-05 0, , Průměr absolutních reziduí : 0, , , Reziduální směr. odchylka : 0, , , Reziduální rozptyl : 2,21819E-06 1,20731E-05 5,50851E-06 Šikmost reziduí : 0, , , Špičatost reziduí : 3, , , Porovnání výsledku s programem Origin 9 Tab. č. 18: Porovnání odhadů parametrů a RSC Originu 9 s QC Expertem Origin 9 QC Expert 2.9 Odhady Směrodatná odchylka Odhady Směrodatná odchylka parametrů parametru parametrů parametru P1 0, , ,2778 0, P2 0,2371 0, ,2371 0, P3 29, , ,1085 3, P4 3, , ,0148 0, RS C 5,54E-05 5,54547E-05 19

20 Regular Residual Mean"Mean" Mean 0,2 0,1 0,0 0,1 0,2 0,3 Cas (hod) Obr. č. 9: Regresní křivka vygenerovaná programem Origin 9 pro Schnuteho model a růst bakterie P. larvae. 0,004 0,002 0,000-0,002 0,0 0,1 0,2 0,3 Independent Variable Obr. č. 10: Graf reziduí vygenerovaný programem Origin 9 pro Schnuteho model a růst bakterie P. larvae. 2.6 Závěr Dle diagnostických grafů se proložení regresní přímky experimentálními body jeví jako vhodné, avšak z grafů reziduí a Jacknife rezidují je patrné, že v případě Gompertzova modelu a logistického modelu je v reziduích nápadný trend, což svědčí 20

21 o nevhodnosti modelu, to bylo také zjištěno pomocí statistických testů kritiky modelu. Na základě statistického hodnocení regrese byl dle MEP, AIC, směrodatné odchylky reziduí atd. zvolen jako nejlepší model Schnuteho. Vyčíslený model má tento tvar: y=0,2778 (0,011) *(1+3,0148 (0,432) *exp(-29,1085 (3,730) *(x-0,2371 (0,002) )))^(-1/(3,0148 (0,432) ) 3 Využití předdefinovaných modelů růstových křivek v programu Origin 9 Program Origin 9 obsahuje v módu Fitting Nonlinear fit, dále pak nastavení Category Growth/Sigmoidal 18 předprogramovaných funkcí, které jsou součástí instalace softwaru. Tyto funkce byly otestovány pro možný výběr vhodnějšího modelu pro růstovou křivku bakterie P. larvae. Tab. č. 19: Vyhodnocení modelů na základě náhledu na graf reziduí a spočítané RSC pro jednotlivé modely. Graf reziduí RSC BoltzlN nevhodný model n/a Boltzmann mrak 4,23E-05 DoubleBolzmann nevhodný model n/a DoseResp mrak 4,23E-05 BiDoseResp mrak 2,13E-05 Hill nevhodný model n/a Hill1 mírný trend 8,80E-05 Michaelis Menten nevhodný model n/a Logistic mírný trend 8,61E-05 Logistic5 nevhodný model n/a SGompertz výrazný trend n/a Slogistic1 výrazný trend n/a Slogistic2 výrazný trend n/a Slogistic3 výrazný trend n/a SRichards1 mrak 5,54E-05 SRichards2 mrak 7,39E-05 SWeibull1 nevhodný model n/a SWeibull2 trend n/a 21

22 Obr. č. 11: Porovnání grafů reziduí nejlepších modelů. A- BiDoseResp, B Schnuteho model (ADSTAT), C SRichards1, D Bolzmann. Graf reziduí nápadně připomíná graf reziduí Schnuteho modelu získaného z ADSTATu, výpočet modelu SRichards je v Originu naprogramován takto: SRichards1 model: if(d<1) y=(a^(1-d)-exp(-k*(x-xc)))^(1/(1-d)); if(d>1) y=(a^(1-d)+exp(-k*(x-xc)))^(1/(1-d)); if(d==1) y=nanum; 22

23 Tab. č. modelu. 20: Odhady parametrů modelu SRichards1 (Origin) a Schnuteho SRichards1 Schnuteho model model Odhad parametru Standardní chyba Odhad parametru Standardní chyba a 0,278 0,011 P1 0,2776 0,0107 xc 0,408 0,005 P2 0,2371 0,0023 k 29,093 3,733 P3 29,1810 3,5935 d 4,013 0,432 P4 3,0233 0, Závěr Pro vyhodnocování růstových křivek lze použít i model SRichards1, který je přesněji zaprogramovaným Schnuteho modelem. Pro další vyhodnocování experimentálních dat lze použít i program Origin 9 s předdefinovaným modelem SRichards1. Program Origin však nenabízí tak detailní a komplexní funkce pro hodnocení odlehlých bodů, extrémů a statistických parametrů modelu jako program QC Expert